2024第50卷第12期
2. 上海财经大学 会计与财务研究院，上海 200433
2. Institute of Accounting and Finance, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China
一、引 言
董事会是公司决策与治理的重要机制，高管薪酬合约则是管理层的重要激励工具，两者之间的相互作用及其对企业效率的影响，一直是公司治理领域的重要研究议题。然而，现有文献较少从董事长薪酬视角切入，深入探讨其对管理层薪酬合约设计及实施效果的影响。
与美国上市公司相比，中国民营企业董事长在薪酬结构和持股特征上具有显著的独特性。从货币薪酬水平来看，2004—2020年，在董事长与CEO两职分离的美国上市公司中，董事长年均货币薪酬比CEO低约4.2万美元，而同期中国上市民企董事长的年均货币薪酬则比总经理高约3.4万元。
本文基于新制度经济学，以董事长薪酬为切入点，结合中国特色的制度背景，重新审视中国民营企业薪酬合约的理论框架。在中国这样一个转型经济国家，人格化交易普遍存在，使得专有性资产的构建与维系显得尤为关键。民营企业的大股东因其长期稳定性，往往是专有性资产的主要构建者和维系者（Williamson，1985；Wong，2020；许楠等，2018；王斌，2022）。大股东的专有性资产不仅为企业提供了核心资源，还促进了其他资源的整合，为企业价值创造奠定了坚实基础。因此，大股东的专有性资产不仅赋予其对董事长和管理层薪酬合约的决定权，还使董事长与管理层之间的薪酬等级序列合理化，从而董事长薪酬成为管理层薪酬的约束工具。此外，在专有性资产的构建与维系过程中，大股东能够获得更加充分的信息与知识，从而有效甄别管理层的业绩信息，洞察其行为和心理预期。这使大股东能够通过设置相对于董事长薪酬更高的业绩敏感度，实现对管理层的有效激励。基于上述分析，本文提出，董事长薪酬不仅是管理层薪酬合约的约束工具，更是一种激励机制，而大股东的专有性资产则是这一机制的重要影响因素。
本文基于2004—2020年中国A股非金融民营上市公司数据，通过实证分析发现：董事长薪酬对管理层薪酬合约具有约束与激励双重效应，具体表现为董事长薪酬水平显著高于管理层薪酬，同时管理层薪酬业绩敏感性显著高于董事长薪酬业绩敏感性。机制检验表明，大股东的专有性资产越重要，上市公司越可能将董事长薪酬作为约束与激励工具。进一步研究发现，这一薪酬工具能够有效抑制管理层薪酬增速，降低第一类代理成本，提升现有资源配置效率，但同时会对企业人力资本引进、战略转型与创新活动产生抑制作用。
本文的研究贡献主要体现在：第一，创新性地提出了中国民营企业董事长薪酬对管理层薪酬的约束与激励双重作用，并基于大股东专有性资产提供了理论解释，为理解中西方薪酬合约差异提供了新的视角；第二，突破了传统西方薪酬合约理论的局限，将中国特殊制度背景下的人格化交易特征与大股东专有性资产理论引入薪酬合约研究中，拓展并深化了产权理论在薪酬合约设计中的应用范畴；第三，针对普遍存在的股东与管理层利益分歧问题，揭示了中国情境下第一类代理问题的低成本解决方案，丰富了第一类代理问题的治理机制研究；第四，从大股东专有性资产的形成过程、具体内容与表现形式、持有形式以及稳定性四个维度，系统衡量了大股东专有性资产的重要程度，为相关研究提供了方法论创新；第五，深入剖析了董事长薪酬作为约束与激励工具的双重经济后果，为理解中国民营企业的管理特征提供了基于薪酬合约的新视角，也为深入认识中国经理人市场发展的制度基础提供了重要的理论依据。
二、文献综述
现有文献中专门探讨董事长薪酬的研究相对匮乏。Oxelheim和Clarkson（2015）最早研究了董事长薪酬的影响因素，他们基于瑞典公司数据发现董事长薪酬普遍低于CEO薪酬，并证实了董事长可能牺牲监督职能与CEO合谋的动机。这里主要围绕董事薪酬、高管薪酬、高管团队内部薪酬差距等领域的研究文献展开讨论。
（一）董事薪酬
在董事薪酬研究领域，Tirole（1986）最早提出“委托人—监督人—代理人”三层委托代理模型，强调董事薪酬是对其监督职能的有效激励。后续研究发现公司规模、销售收入和成长性与董事薪酬显著正相关，这反映了公司对董事更高监督能力的现实需求（Brick等，2006；Cornelli等，2013）。有文献从合谋视角提出了不同解释，认为董事薪酬是与CEO合谋的结果。Dah和Frye（2017）的研究表明，获得超额薪酬的董事会成员不仅加剧了代理问题，还显著降低了CEO薪酬业绩敏感性。朱滔（2015）也发现董事超额薪酬与CEO薪酬正相关，并对公司未来业绩有显著的负面影响。
（二）高管薪酬
在高管薪酬研究领域，有效契约理论和管理者权力理论是主流的分析框架。有效契约理论认为，股东能够控制董事会，并基于股东价值最大化原则做出管理层薪酬安排，因此科学的高管薪酬合约是实现管理层与股东利益兼容的重要机制（Jensen和Murphy，1990）。例如，谭燕等（2022）的研究表明，独立董事通过参加股东大会获得真实信息，能够有效抑制高管薪酬过快增长。管理者权力理论则认为，管理层对董事会具有显著的影响力或控制权，他们可以通过提名和留任董事、在董事会中安插“内部人士”以及与董事公司进行关联交易等方式，让高管薪酬成为谋取控制权私利的一种工具（Bebchuk和Fried，2003；Cheng，2005；Faleye，2007）。
（三）高管团队内部薪酬差距
在高管团队内部薪酬差距研究领域，现有文献主要基于锦标赛理论和管理者权力理论展开讨论。当企业规模扩大、外部环境不确定性增加、经营风险上升时，企业决策的复杂性以及对高管的监督难度提高。此时，股东倾向于采用锦标赛式激励机制，导致高管团队内部薪酬差距扩大（林浚清等，2003；陈震，2012）。此外，高管团队内部薪酬差距也可能源于管理层权力的影响。例如，当董事长与总经理两职合一、总经理任期较长且经验丰富时，高管团队内部薪酬差距往往较大（O’Reilly III等，1988；Main等，1993）。
关于高管团队内部薪酬差距的经济后果，现有研究主要基于锦标赛理论和行为理论进行分析。锦标赛理论认为，适度的薪酬差距能够形成正向激励，提高团队成员积极性，从而提升企业绩效（林浚清等，2003）。行为理论则包含三个分支：相对剥削理论指出，团队成员会将自己的薪酬与高级别成员进行比较，若感知薪酬差距不合理，则可能产生被剥削感，工作积极性下降，导致企业绩效下降（Cowherd和Levine，1992）；组织政治学理论认为，过大的薪酬差距会破坏团队协作，因而有必要适当缩小薪酬差距以满足合作需求；分配偏好理论则更加关注事前的薪酬分配决策。总体而言，行为理论强调过大的薪酬差距可能引发团队成员的不公平感，从而对企业产生负面影响。
（四）中国民营企业薪酬合约研究
关于中国民营企业薪酬合约设计的现有研究存在以下不足：第一，在研究对象方面，国内学者主要聚焦于高管团队内部成员，未能将董事长薪酬纳入分析框架中，这可能导致对薪酬合约设计的理解存在系统性偏差。第二，在理论基础方面，现有研究过度依赖西方理论范式，未能充分考虑中国独特的制度背景。具体而言，中国的关系型交易普遍化，关系网络等社会资本对民营企业的经营发展具有重要影响（Lu等，2023）。在中国特殊的制度背景下，大股东所掌握的重要资源可能催生出独特的合约形式。本文认为，应立足于中国特殊的制度环境，充分考虑大股东在民营企业中普遍存在这一现实，从公司价值创造的底层逻辑出发，构建一个更加符合中国情境的薪酬合约设计分析框架。
三、理论分析与假说提出
（一）中国民营企业大股东与管理层之间的代理问题
现有文献认为，在股权分散的市场中，第一类代理问题即管理者与股东之间的利益冲突（Jensen和Meckling，1976）比较突出；而在股权集中或相对集中的市场中，第二类代理问题即大股东与小股东之间的利益冲突（Johnson等，2000）则比较突出。就中国民营企业而言，无论是学术研究还是监管实践，关注重点主要集中在第二类代理问题上（李增泉，2017）。但在现实中，大股东与管理层之间的代理问题是普遍且深刻的。从早年的兰州黄河集团管理层谋变、创维集团总经理陆强华率管理团队集体出走，到TCL万明坚“功高震主”、国美“黄陈之争”，再到近年恒大高管腐败奢靡、贝因美包秀飞因“理念不合”跳槽等案例，无不凸显了大股东与管理层团队之间利益分歧的普遍性和冲突治理的复杂性。
事实上，管理层摆脱大股东控制的内在动因具有持续性和复杂性，主要体现在以下三个方面：第一，基于委托代理理论，管理层在经营决策过程中往往倾向于追求个人目标与自身利益最大化，这种自利动机具有内生性（许楠等，2016）；第二，从心理学视角来看，管理层的期望收益与其自利需求存在显著关联，当实际收益未能达到预期水平时，管理层可能产生机会主义倾向，采取利益侵占行为；第三，大股东与管理层在资源禀赋、知识结构和经验积累等方面存在显著差异，这种差异不可避免地导致双方在经营理念、战略决策及执行上产生分歧，从而加剧代理冲突。同时，管理层会采取一系列策略性行为来削弱大股东控制，包括但不限于增加董事会中的高管席位、与外部机构投资者建立战略联盟等（祝继高和王春飞，2012）。基于上述分析，中国民营企业需要通过建立完善的契约机制来有效约束管理层的自利行为。在此背景下，如何以较低成本来解决第一类代理问题，特别是设计科学合理的管理层薪酬约束与激励机制，对于提升中国民营企业的治理效能具有重要的现实意义。
在西方文献中，针对第一类代理问题的治理机制主要分为内部治理机制和外部治理机制两大类。内部治理机制主要包括股权激励计划的设计与实施、财务信息披露制度的完善以及公司透明度的提升等（Frankel和Li，2004）；外部治理机制则涵盖经理人市场的竞争机制、外部并购市场的约束作用以及以集体诉讼制度为代表的司法保护体系（Manne，1965；Groves等，1995）。然而，这些治理机制在实际应用中面临两个主要问题：一是实施成本较高，这可能影响治理效率；二是在我国特殊的制度环境下，市场效率相对不足，法律制度尚待完善，导致这些治理模式的效果存在显著差异。基于中国独特的制度环境和企业交易特征，一个重要的问题值得深入探讨：中国民营企业是否可能发展出具有本土特色且成本较低的治理模式？
（二）中国制度环境下大股东专有性资产的构建、维系与强化
新制度经济学认为，企业的交易行为与契约结构在很大程度上受到其所处制度环境的影响（North，1981）。作为转型经济体的典型代表，中国的制度环境呈现以下显著特征：产权法律保护体系相对薄弱，市场机制尚未完全成熟。在这种背景下，企业倾向于通过建立私人履约机制，并依托关系网络中的局部信任体系来降低交易成本，这已成为一种普遍的自发选择。因此，人格化交易模式在中国经济活动中成为常态（Greif和Tabellini，2017；Li等，2020；李增泉，2017）。
在人格化交易模式中，交易双方的身份认同具有核心意义，而这种身份认同主要源于双方为特定交易进行的专有性资产投资。Wong（2020）指出，专有性资产的构建与维系主要由大股东主导，其原因主要体现在以下三个方面：第一，稳定性是专有性资产构建的关键要素，大股东的核心控制权有助于提升利益相关者建立长期稳定关系的意愿；第二，新兴市场的波动性较大，正式协商的弹性反应有助于节约交易成本；第三，利益相关者与大股东的私下沟通在信息环境较差的新兴市场中更有利于交易的顺利完成。
在中国独特的制度环境下，围绕大股东构建和维系的专有性资产构成了企业的重要战略资源，这种资源不仅能够提升企业的核心竞争优势，还直接影响企业的可持续发展质量（Lu等，2023）。现有研究表明，大股东的政治关联为民营企业带来了融资便利和避税效应等经济利益（胡旭阳和吴一平，2016；李维安和徐业坤，2013）。此外，大股东专有性资产的稳定性与执行力为长期交易提供了坚实基础，使交易双方能够在面对不确定性时保持灵活应对的能力。例如，客户与供应商关系的深度嵌入有助于促进供应商对企业的持续投资（Zhao等，2021）。
（三）大股东专有性资产与“董事长—管理层薪酬”理论框架
在中国民营企业中，大股东依托其专有性资产可能衍生出独特的合约安排，为解决第一类代理问题提供了新的路径。尽管《公司法》允许向董事长支付薪酬，但是董事长的激励主要依赖于股权机制，货币薪酬的激励效果有限且面临较高的税负成本。因此，在中国民营企业的实践中，董事长薪酬的功能可能已超越了传统的激励范畴，转而成为一种低成本的第一类代理问题治理工具。本文认为，大股东专有性资产在这一过程中发挥着关键作用，使得董事长薪酬成为对管理层薪酬的约束与激励机制。
1. 大股东专有性资产在企业价值创造中的基础性作用。大股东专有性资产在企业价值创造中发挥着基础性作用，这种作用赋予了大股东同时设定董事长薪酬与管理层薪酬的能力。根据资源依赖理论，资源的重要性（稀缺性、价值性和不可替代性）决定了组织对资源的依赖程度，进而决定了资源拥有者在组织中的权力配置（Barney，1991）。大股东专有性资产作为企业价值创造的核心资源，具有高度的稀缺性和不可替代性，使得大股东在企业内部权力结构中占据主导地位。不同于传统意义上的“甩手掌柜”，大股东通过参与企业经营活动，持续提供关键资源，成为推动企业价值创造的核心力量。因此，大股东专有性资产在价值创造中的基础性作用不仅提升了大股东在组织中的影响力和话语权，还使其能够对管理层的人事安排和薪酬合约设计施加显著影响，从而具备同时设定董事长薪酬与管理层薪酬的能力。
企业价值创造是大股东与管理层等多方主体协同作用的结果。其中，大股东专有性资产承担着价值创造的基础性功能，而管理层的职能则主要体现在对大股东专有性资产的运营与执行上，即通过决策和执行活动实现资产价值最大化。在这种分工框架下，管理层的人力资本往往处于从属地位。与作为大股东代表的董事长相比，管理层人力资本的效用和收益率相对较低，这削弱了其在薪酬方案中的谈判能力，使其容易成为薪酬方案的被动接受者。这种权力配置的差异使组织内部的薪酬等级序列合理化，通常表现为董事长薪酬高于管理层薪酬。
综上所述，大股东专有性资产在价值创造中的基础性作用不仅赋予了大股东对董事长及管理层薪酬合约的决定权，而且合理化了组织内部的薪酬等级序列——董事长薪酬通常高于管理层薪酬。这种薪酬差异在某种意义上构成了中国公司治理中的一种“隐性契约”（陈冬华等，2023a，b）。基于上述分析，本文提出假说1：在中国民营企业中，董事长薪酬是管理层薪酬的约束工具，其水平显著高于管理层薪酬。
2. 大股东专有性资产的知识与信息优势。在管理层薪酬水平受到约束的条件下，如何设计创新且有效的激励合约成为关键问题。大股东专有性资产为大股东提供了多元化的信息渠道，使其能够获得更加丰富、更具价值的信息资源；同时，在专有性资产的构建与维系过程中，大股东逐渐积累了与企业经营决策密切相关的专有知识。这种知识与信息优势显著缓解了大股东与管理层之间的信息不对称问题，使大股东能够更加准确地甄别管理层的业绩表现，有效约束管理层可能存在的盈余操纵等机会主义行为，从而提升业绩信息在管理层薪酬决定中的重要性。
大股东通过专有性资产所积累的信息与知识，能够更加有效地观察管理层的表现，从而洞察其行为模式与心理预期，并据此设计更具针对性的激励机制。企业对管理层的激励不仅体现在绝对薪酬水平上，还可能通过相对薪酬激励来实现。在绝对薪酬受到限制的情况下，相对薪酬激励的重要性尤为突出。管理层在评估自身绩效工资时，不仅会关注自身努力与薪酬的直接关联，还会将其薪酬业绩敏感性与董事长进行比较。如果管理层的薪酬业绩敏感性高于董事长，则会向管理层传递一个积极的信号：其在业绩创造中的努力得到了更高程度的认可（Cowherd和Levine，1992）。这种正向信号有助于激励管理层更高效地运营大股东专有性资产，将其基础性价值转化为企业实际业绩。而如果管理层的薪酬业绩敏感性低于董事长，则会向管理层传递其努力难以在未来利益分配中得到充分认可的负面信号（陈冬华等，2015），这将削弱管理层的工作积极性。
综上所述，大股东专有性资产所蕴含的信息与知识优势不仅有助于大股东更加准确地甄别管理层的业绩表现，还能够深入洞察管理层的行为模式与心理预期，从而使董事长与管理层的薪酬业绩敏感性差异成为一种有效的激励工具。基于上述分析，本文提出假说2：在中国民营企业中，董事长薪酬是管理层薪酬的激励工具，其表现形式为管理层薪酬业绩敏感性显著高于董事长薪酬业绩敏感性。
四、研究设计
（一）数据来源与样本选择
本文以CSMAR民营上市公司数据库为基础，选取2004—2020年A股上市民营企业作为初始样本。本文剔除了金融保险行业以及特殊处理公司（ST和*ST）的样本。由于研究聚焦于董事长薪酬对管理层薪酬合约的影响，本文进一步剔除了年报中明确披露无实际控制人的样本，以及董事长与总经理为同一人的样本。为了确保高管薪酬数据的可靠性，本文仅保留董事长和总经理在全年完整任职的样本，即排除年中离任或入职的情况，同时剔除在关联单位领取薪酬的样本。为了减少极端值对研究结果的干扰，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理；同时，为了控制样本可能存在的序列相关性，本文在公司层面进行了聚类处理。
（二）模型构建与变量定义
1. 假说1检验。本文构建模型（1）来检验董事长薪酬是否作为管理层薪酬的约束工具，即董事长薪酬是否显著高于管理层薪酬。
| $ {Pay}_{it}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}{Position}_{it}+{\beta }_{j}{\sum }_{j}{Controls}_{it}+{\mathit{\varepsilon }}_{\mathit{i}\mathit{t}} $ | (1) |
在回归分析中，每家公司在每一年度有两个观测值——董事长与总经理。被解释变量Pay为董事长或总经理的薪酬，本文采用其货币薪酬的自然对数值进行衡量。解释变量Position为职务类别的虚拟变量，取值为1表示总经理，取值为0表示董事长。Controls为控制变量。若模型（1）中Position的回归系数显著为负，则表明在民营企业中，董事长薪酬显著高于管理层薪酬。
2. 假说2检验。我们构建模型（2）来检验中国民营企业中董事长薪酬是否作为管理层薪酬的激励工具，即管理层薪酬业绩敏感性是否显著高于董事长薪酬业绩敏感性。
| $ {Pay}_{it}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}{Position}_{it}+{\beta }_{2}{Perf}_{it}+{\beta }_{3}{{Position}_{it}\times Perf}_{it}+{\beta }_{j}{\sum }_{j}{Controls}_{it}+{\mathit{\varepsilon }}_{\mathit{i}\mathit{t}} $ | (2) |
在回归分析中，每家公司在每一年度有两个观测值——董事长与总经理。被解释变量Pay为董事长或总经理的薪酬，本文采用其货币薪酬的自然对数值进行衡量。解释变量Position为职务类别的虚拟变量，取值为1表示总经理，取值为0表示董事长；Perf表示公司经营绩效，具体包括Roa和Roa_npc两个指标。控制变量Controls与模型（1）保持一致。若模型（2）中交乘项Position×Perf的回归系数显著为正，则表明在民营企业中，管理层薪酬业绩敏感性显著高于董事长薪酬业绩敏感性。本文变量定义见表1。
| 变量符号 | 变量定义 |
| Pay | 管理层和董事长的薪酬，采用完整任职的总经理和董事长的货币薪酬的自然对数值进行衡量 |
| Chairman_pay | 董事长的薪酬，采用完整任职的董事长的货币薪酬的自然对数值进行衡量 |
| Ceo_pay | 管理层的薪酬，采用完整任职的总经理的货币薪酬的自然对数值进行衡量 |
| Position | 高管职务类别的虚拟变量，取值为1表示高管职务为总经理，取值为0表示高管职务为董事长 |
| Roa | 以净利润计算的资产收益率 |
| Roa_npc | 以扣除非经常性损益后的净利润计算的资产收益率 |
| Size | 公司规模，采用公司营业收入的自然对数值进行衡量 |
| Leverage | 公司资产负债率，以年末总负债与总资产的比值进行衡量 |
| Growth | 公司营业收入的增长率 |
| Mbratio | 公司账面市值比 |
| Cash | 公司现金持有水平，以（货币资金+交易性金融资产）与总资产的比值进行衡量 |
| Listyear | 公司上市年限的自然对数值 |
| Controller | 实际控制人的持股比例 |
| Bsize | 董事会规模，采用董事会人数的自然对数值进行衡量 |
| Idr | 董事会中独立董事的比例 |
| Chair_share | 董事长的持股比例 |
| Chair_age | 董事长年龄的自然对数值 |
| Chair_tenture | 董事长任期（月）的自然对数值 |
| Chair_degree | 董事长的学历水平 |
| Isceofamily | 总经理是否来自控股股东家族的虚拟变量，取值为1表示总经理来自控股股东家族 |
| Ceo_tenture | 总经理任期（月）的自然对数值 |
| Ceo_share | 总经理的持股比例 |
| Ceo_age | 总经理年龄的自然对数值 |
| Reg | 地区的划分依据国家统计局的标准，分为东部、中部和西部地区 |
| Ind | 行业虚拟变量，依据中国证监会发布的《上市公司行业分类指引》进行划分，其中制造业进一步细分为22个子行业 |
| Year | 年度虚拟变量 |
五、实证结果分析
（一）描述性统计
变量描述性统计结果显示，在样本年度内，Chairman_pay的均值为13.233，Ceo_pay的均值为13.185。这表明董事长薪酬的年均水平约为79.3万元，高于总经理薪酬的年均水平75.9万元。此外，从5%分位数到95%分位数来看，董事长薪酬水平均显著高于总经理薪酬水平。
（二）基准回归分析
1. 假说1检验。表2展示了董事长薪酬水平是否显著高于管理层薪酬水平的检验结果。Position的系数为−0.044，在1%的水平上显著为负。这表明在民营企业中，董事长薪酬水平显著高于管理层薪酬水平，从而支持了假说1。
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| Pay | Pay | Pay | Pay | |
| Position | −0.044*** | −0.044*** | −0.044*** | −0.044*** |
| （−4.24） | （−4.24） | （−4.24） | （−4.23） | |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Ind、Year和Reg | 未控制 | 控制 | 未控制 | 控制 |
| Constant | 13.227*** | 12.030*** | 4.382*** | 6.159*** |
| （696.25） | （44.57） | （7.33） | （10.02） | |
| N | 16 140 | 16 140 | 16 140 | 16 140 |
| adj. R2 | 0.001 | 0.216 | 0.252 | 0.359 |
| 注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，下表同。 | ||||
2. 假说2检验。表3显示，无论采用Roa还是Roa_npc作为业绩指标，其与Position的交乘项均显著正相关。以列（2）为例，业绩指标Roa的系数为1.136，Position×Roa的系数为0.390。这表明当高管职务为总经理时，薪酬业绩敏感性为1.526（=1.136+0.390），提高了约25.6%的薪酬对业绩的敏感性。这一结果说明管理层的薪酬业绩敏感性显著高于董事长，从而支持了假说2。
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| Pay | Pay | Pay | Pay | |
| Position×Roa | 0.390** | 0.390** | ||
| （2.25） | （2.25） | |||
| Position×Roa_npc | 0.360* | 0.360* | ||
| （1.79） | （1.78） | |||
| Position | −0.065*** | −0.065*** | −0.058*** | −0.058*** |
| （−5.10） | （−5.09） | （−4.79） | （−4.78） | |
| Roa | 1.726*** | 1.136*** | ||
| （6.40） | （4.12） | |||
| Roa_npc | 2.009*** | 1.136*** | ||
| （6.52） | （3.67） | |||
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Ind、Year和Reg | 未控制 | 控制 | 未控制 | 控制 |
| Constant | 13.136*** | 6.169*** | 13.152*** | 6.120*** |
| （597.58） | （10.03） | （635.84） | （9.98） | |
| N | 16 140 | 16 140 | 16 140 | 16 140 |
| adj. R2 | 0.020 | 0.359 | 0.020 | 0.358 |
（三）机制检验
本文构建模型（3）来检验在大股东专有性资产比较重要的情况下，民营企业是否更倾向于将董事长薪酬作为管理层薪酬的约束工具。
| $ \begin{aligned} &{Ceiling1}_{it} \;({Ceiling2}_{it})=\\ & \quad \quad {\beta }_{0}+{\beta }_{1}{S pecificAsset}_{it}\\ & \quad \quad +{\beta }_{j}{\sum }_{j}{Controls}_{it}+{\varepsilon }_{it} \end{aligned} $ | (3) |
其中，被解释变量Ceiling1为虚拟变量，取值为1表示当年总经理货币薪酬水平低于董事长薪酬水平，否则为0。Ceiling2为连续变量，采用董事长薪酬水平与总经理货币薪酬水平的比值计算，其数值越大，表明约束与激励工具的作用越显著。控制变量Controls与模型（1）保持一致。解释变量SpecificAsset用于衡量大股东专有性资产的重要性，本文通过以下四个维度来构建该变量：
第一，从大股东专有性资产的形成过程来看，公司创始人身份是专有性资产构建与维系的核心起点。作为企业的缔造者，创始人通过整合各类资源创建企业并引领其发展。创始人独特的资源禀赋不仅是企业价值创造的关键要素，而且具有高度的专有性特征（张京心等，2017）。因此，本文通过董事长是否具有公司创始人身份来衡量大股东专有性资产的重要性，若董事长为公司创始人，则变量Founder取值为1，否则为0。
第二，从大股东专有性资产的具体内容与表现来看，政商关系是中国情境下大股东专有性资产的重要组成部分。中国制度环境的一个显著特征是政府干预较强，政商关系作为一类关键的外部社会资本，对企业的经营发展具有重要影响。在经济社会转型期的中国，企业家的政治身份是民营企业积累政治资本的重要途径（胡旭阳和吴一平，2016）。因此，本文通过董事长是否具有政商关系来衡量大股东专有性资产的重要性，若董事长曾任或现任政府官员、人大代表、政协委员或行业协会高层等，则变量PC取值为1，否则为0。
第三，从大股东专有性资产的持有形式来看，家族企业是专有性资产持续且集中构建的重要载体。家族大股东因其较高的稳定性，能够与各类利益相关者建立长期稳定的投资关系；同时，家族企业对代际传承的高度重视减弱了其机会主义动机，提升了专有性资产的未来价值，从而增强了利益相关者与其持续构建专有性资产的意愿；此外，家族企业的经营高度依赖于大股东专有性资产。因此，本文通过家族企业来衡量大股东专有性资产的重要性，若企业为家族企业，即实际控制人为单个自然人或多个具有亲缘关系的自然人，持股比例超过15%，且存在家族董事长，则变量Family取值为1，否则为0。
第四，从大股东专有性资产的稳定性来看，管理层的产生来源是一个重要维度。与外部聘任相比，内部选拔的管理层更有利于维持企业原有的价值创造模式，减少理念冲突的可能性，从而更好地保障大股东专有性资产的稳定性。因此，本文通过总经理是否来源于内部晋升来衡量大股东专有性资产的重要性，若总经理通过内部晋升产生，则变量Ceo_enter取值为1，否则为0。
结果如表4所示，变量Founder、PC、Family和Ceo_enter的系数均显著为正，这表明大股东专有性资产的重要性越高，中国民营企业越倾向于将董事长薪酬作为管理层薪酬的约束工具。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | |
| Ceiling1 | Ceiling1 | Ceiling1 | Ceiling1 | Ceiling2 | Ceiling2 | Ceiling2 | Ceiling2 | |
| Family | 0.796*** | 0.006*** | ||||||
| （7.62） | （3.38） | |||||||
| PC | 0.286*** | 0.006*** | ||||||
| （2.76） | （3.89） | |||||||
| Founder | 1.115*** | 0.018*** | ||||||
| （7.97） | （8.20） | |||||||
| Ceo_enter | 0.606*** | 0.010*** | ||||||
| （4.62） | （4.01） | |||||||
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Ind、Year和Reg | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Constant | 17.295*** | 16.593*** | 18.943*** | 15.436*** | 1.097*** | 1.107*** | 1.127*** | 1.087*** |
| （6.32） | （7.67） | （8.63） | （7.24） | （24.52） | （24.98） | （24.77） | （24.21） | |
| N | 8 067 | 8 067 | 8 067 | 8 067 | 8 070 | 8 070 | 8 070 | 8 070 |
| adj. R2 | 0.077 | 0.079 | 0.103 | 0.080 |
本文构建模型（4）来检验在大股东专有性资产比较重要的情况下，管理层薪酬业绩敏感性是否显著高于董事长薪酬业绩敏感性。
| $ \begin{aligned} {Pay}_{it}=&{\beta }_{0}+{\beta }_{1}{Position}_{it}+{\beta }_{2}{S pecificAsset}_{it}+{\beta }_{3}{Perf}_{it}+{\beta }_{4}{Position}_{it}\times {S pecificAsset}_{it}\\ &+{\beta }_{5}{Position}_{it}\times {Perf}_{it}+{\beta }_{6}{S pecificAsset}_{it}\times {Perf}_{it} \\ &+{\beta }_{7}{Position}_{it}\times {S pecificAsset}_{it}\times {Perf}_{it}+{\beta }_{j}{\sum }_{j}{Controls}_{it}+{\varepsilon}_{it} \end{aligned}$ | (4) |
结果如表5所示，Position×SpecificAsset×Perf的系数均显著为正，这表明在大股东专有性资产比较重要的情况下，管理层薪酬业绩敏感性显著高于董事长薪酬业绩敏感性。
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| Pay | Pay | Pay | Pay | |
| Position×Family×Roa | 0.529** | |||
| （2.19） | ||||
| Position×PC×Roa | 0.473* | |||
| （1.93） | ||||
| Position×Founder×Roa | 0.918*** | |||
| （3.64） | ||||
| Position×Ceo_enter×Roa | 0.883*** | |||
| （3.55） | ||||
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Ind、Year和Reg | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Constant | 4.921*** | 4.965*** | 4.947*** | 5.317*** |
| （7.53） | （7.50） | （7.49） | （8.62） | |
| N | 16 140 | 16 140 | 16 140 | 16 140 |
| adj. R2 | 0.367 | 0.364 | 0.366 | 0.401 |
（四）稳健性检验
本文的稳健性检验主要从以下几个方面展开：首先，分别采用高级管理层平均薪酬水平以及薪酬最高的前三名高级管理人员平均薪酬水平作为管理层薪酬的替代指标；其次，更换业绩差分模型对假说2进行检验；再次，运用倾向得分匹配法（PSM）对董事长薪酬高于管理层薪酬与董事长薪酬不高于管理层薪酬的样本进行配对；最后，调整样本选择范围，仅使用董事长来自控股股东家族且总经理为职业经理人的样本进行检验。稳健性检验结果均支持本文的研究结论。
六、经济后果检验
根据人力资本理论和组织行为学的研究，管理层既需要约束也需要激励，而良好的薪酬契约设计应兼顾短期激励与长期激励、短期绩效与长期绩效的平衡。将董事长薪酬作为管理层约束与激励工具的核心目标在于缓解代理冲突，维护股东利益。从短期来看，这一工具有助于约束管理层的利益侵占行为和偷懒倾向，从而可能有效抑制薪酬增长速度，降低第一类代理成本，提升现有资源的管理效率。而从长期来看，企业的可持续发展潜力更依赖于掌握关键创新技术和知识的管理团队，人力资本的价值日益凸显。在此背景下，赋予管理团队适当的经营决策话语权和充分的激励，促使掌握核心技术和知识的管理层持续投入人力资本，成为公司治理的关键。因此，这一工具可能对企业的人力资本引进、战略转型与创新能力产生负面影响。
（一）正面经济后果
1. 管理层薪酬增长速度。在采用约束与激励工具的企业中，董事长薪酬为管理层薪酬提供了明确的参照标准，从而有助于约束管理层获取过高薪酬的利益侵占行为。这种约束机制的具体作用路径可能体现为限制管理层薪酬的增长速度。本文预期，这一约束与激励工具能够有效降低管理层的薪酬增长速度。本文采用Velocity来衡量管理层薪酬增长速率，其计算公式为：（当年总经理货币薪酬−上年总经理货币薪酬）/上年总经理货币薪酬。
2. 第一类代理成本。在采用约束与激励工具的企业中，董事长薪酬作为管理层薪酬的“紧箍咒”，不仅能够约束管理层获取过高薪酬的利益侵占行为，还能提升管理层的薪酬激励有效性，促使管理层与股东利益趋于一致。本文预期，这一约束与激励工具能够有效降低第一类代理成本。本文采用AC来衡量第一类代理成本，其计算公式为：（管理费用+销售费用）/营业收入。
3. 现有资源管理效率。现有资源是过去投资的结果，具有较低的不确定性。在采用约束与激励工具的企业中，一方面，大股东通过专有性资产的持续构建过程，已经较好地掌握了现有资源的管理方法和发展前景信息，而管理层所拥有的信息知识的专有度较低且逐渐下降，因此管理层专有知识所带来的信息成本不会显著增加；另一方面，大股东与管理层之间的知识和信息不对称问题得到缓解，大股东对管理层的监督能力增强，这在一定程度上会提高管理层的行动力度，降低代理成本。本文预期，这一约束与激励工具有助于提升现有资源的管理效率。参照黄勃等（2022）的研究，本文采用全要素生产率来衡量企业的生产效率，分别使用LP法和OP法进行计算。
本文构建模型（5）来检验经济后果，被解释变量分别为管理层薪酬增长速度（Velocity）、第一类代理成本（AC）以及现有资源管理效率（TFP）。
| $ {Y}_{it}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}{Ceiling1}_{it} \;\left({Ceiling2}_{it}\right)+{\beta }_{j}{\sum }_{j}{Controls}_{it}+{\varepsilon}_{it} $ | (5) |
结果如表6所示，Ceiling1和Ceiling2的系数在列（1）至列（4）中显著为负，在列（5）至列（8）中显著为正，表明这一约束与激励工具能够显著降低管理层薪酬增长速度和第一类代理成本，同时提升现有资源管理效率。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | |
| Velocity | Velocity | AC | AC | TFP_OP | TFP_OP | TFP_LP | TFP_LP | |
| Ceiling1 | −0.102*** | −0.010** | 0.062** | 0.063** | ||||
| （−6.06） | （−2.33） | （2.55） | （2.57） | |||||
| Ceiling2 | −3.107*** | −0.097** | 0.783*** | 0.783*** | ||||
| （−8.95） | （−2.01） | （2.63） | （2.69） | |||||
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Ind、Year和Reg | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Constant | 0.460 | 3.720*** | 0.661*** | 0.753*** | 10.831*** | 11.629*** | 10.816*** | 11.614*** |
| （1.08） | （6.51） | （5.76） | （5.94） | （−11.19） | （−10.40） | （−10.94） | （−10.23） | |
| N | 5 237 | 5 237 | 7 197 | 7 197 | 8 070 | 8 070 | 8 070 | 8 070 |
| adj. R2 | 0.041 | 0.072 | 0.452 | 0.452 | 0.522 | 0.523 | 0.523 | 0.523 |
（二）负面经济后果
1. 管理层人力资本。当董事长薪酬作为管理层薪酬的约束与激励工具时，管理层的自主决策权受到限制，这可能与其管理心理和职业追求产生冲突；同时，管理层在实际回报上始终面临董事长薪酬的约束，这将减弱其对企业的人力资本供给意愿。此外，这一工具也反映了企业对管理层人力资本需求的降低：管理层的主要职能是运营专有性资产，任务复杂程度较低，所需投入的人力资本相对有限。本文预期，这一约束与激励工具会阻碍高质量的管理层人力资本的引入。本文采用Edu和Mage来衡量管理层人力资本，其中Edu为总经理的学历水平，按从低到高赋值（1=中专及以下，2=大专，3=本科，4=硕士研究生，5=博士研究生）并取自然对数，Mage为管理层平均年龄的自然对数值。
2. 战略变革能力。战略变革是企业实现转型升级的核心内容和有效途径。这一约束与激励工具主要通过以下三个方面影响企业的战略变革能力：首先，管理层的自主决策权受到限制，难以主动发起战略变革行为。其次，战略变革行为具有高度的不确定性、复杂性和模糊性。这一约束与激励工具尽管降低了大股东与管理层之间的代理成本，但是不利于企业充分利用管理层的专有知识和信息，从而难以基于多样化的知识基础和思维方式应对不确定性，以制定更优的战略决策。最后，大股东长期依赖自身的资源、知识和经验，容易产生“在位者惰性”，从而阻碍战略变革的实施（杨林等，2020）。本文预期，这一约束与激励工具会削弱企业的战略变革能力。参考贺小刚等（2017）的研究，本文采用SC来衡量企业的战略变革程度，同时使用当期（SC1）和未来一期（SC2）的指标。
3. 企业创新能力。企业的创新活动需要多元化的智力资本投入、更高的失败容忍度以及更大的决策空间（Aghion和Tirole，1997）。当董事长薪酬作为管理层的约束与激励工具时，管理层的自主决策权受到限制，其基于自身判断提出的创新提案难以顺利转化为最终决策。同时，管理层在实际回报上始终面临约束，导致其不仅创新决策空间受限，还面临创新收益与成本的不对称性，从而减弱创新意愿。因此，这一工具不利于企业充分利用管理层的专有知识，也难以有效整合决策团队成员之间的信息和知识资源。本文预期，这一约束与激励工具会削弱企业的创新能力。本文采用Patents和Patenti来衡量企业的创新能力，其中Patents为年度公司专利申请总数加1后的自然对数值，Patenti为年度公司发明专利申请总数加1后的自然对数值。
我们采用模型（5），将人力资本变量（Edu和Mage）、战略变革变量（SC1和SC2）以及创新能力变量（Patents和Patenti）作为被解释变量进行检验。结果如表7所示，Ceiling1和Ceiling2的系数均显著为负，表明这一约束与激励工具对企业人力资本引入、战略变革和创新能力产生了显著的阻碍作用。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | （9） | （10） | （11） | （12） | |
| Edu | Edu | Mage | Mage | SC1 | SC1 | SC2 | SC2 | Patents | Patents | Patenti | Patenti | |
| Ceiling1 | −0.047*** | −0.011*** | −0.020** | −0.023** | −0.097* | −0.108* | ||||||
| （−2.97） | （−3.01） | （−2.18） | （−2.04） | （−1.71） | （−1.92） | |||||||
| Ceiling2 | −0.320* | −0.136*** | −0.254** | −0.293* | −1.262* | −1.694** | ||||||
| （−1.92） | （−3.17） | （−1.99） | （−1.88） | （−1.92） | （−2.45） | |||||||
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Ind、Year和Reg | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Constant | 0.851*** | 1.126*** | 3.632*** | 3.764*** | 0.570* | 0.821*** | 0.743*** | 0.995*** | 14.234*** | 13.133*** | 15.036*** | 13.566*** |
| （3.57） | （3.80） | （39.96） | （39.79） | （1.92） | （2.90） | （2.71） | （3.16） | （−11.34） | （−9.72） | （−12.30） | （−10.07） | |
| N | 6 535 | 6 535 | 8 070 | 8 070 | 7 500 | 7 500 | 5 977 | 5 977 | 6 881 | 6 881 | 6 881 | 6 881 |
| adj. R2 | 0.082 | 0.080 | 0.138 | 0.138 | 0.176 | 0.194 | 0.145 | 0.163 | 0.130 | 0.130 | 0.119 | 0.119 |
七、结 论
本文探讨了董事长薪酬对管理层薪酬合约的影响，并基于新制度经济学理论，为中国民营企业薪酬合约提供了一个新的理论分析框架，该框架以大股东专有性资产为核心。本文通过分析上市民营企业的数据，发现中国情境下民营企业董事长薪酬具有独特特征——董事长薪酬不仅是管理层薪酬的约束工具，更是一种激励机制。这种约束与激励作用不仅体现在对管理层薪酬水平的总额控制上，还表现为对管理层更强的激励效果。此外，本文通过创新性的研究设计克服了大股东专有性资产研究中的难点，分别采用大股东为公司创始人、政商关系、家族企业以及管理层为内部晋升等情境来刻画大股东专有性资产的重要性，验证了大股东专有性资产对这一约束与激励工具的显著影响。经济后果研究表明，这一工具能够有效降低管理层薪酬增长速度和第一类代理成本，并提升现有资源的管理效率，但也在一定程度上会阻碍企业的人力资本引进、战略转型与创新能力。
本文的研究发现为基于中国制度环境理解薪酬合约设计的深层次理论因素提供了新的视角。与西方情境下高度市场化的治理模式以及普遍分散的股权结构不同，中国民营企业中人格化交易的普遍性以及大股东对企业治理与管理的深远影响不容忽视。本文的研究不仅为大股东如何通过专有性资产影响中国民营企业薪酬合约设计提供了理论依据和实证证据，还揭示了第一类代理问题在中国的独特解决方式，表明在中国特殊的制度背景下，大股东专有性资产是薪酬合约设计的关键影响因素。此外，本文通过薪酬合约的视角，为理解中国民营企业的管理特点提供了新的观察维度，有助于更深入地理解中国经理人市场发展的制度基础。
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